胡永平，王 蕾

(重慶理工大學(xué) 會計學(xué)院， 重慶 400054)

2018年，我國經(jīng)濟全面步入 “新常態(tài)”的新階段，經(jīng)濟發(fā)展速度放緩，表明我國經(jīng)濟由高速發(fā)展已轉(zhuǎn)向中高速發(fā)展，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級。但是，由于下行經(jīng)濟壓力加劇，我國經(jīng)濟仍然處于轉(zhuǎn)型的“深水區(qū)”，急需從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動等傳統(tǒng)模式轉(zhuǎn)變到創(chuàng)新驅(qū)動模式，以實現(xiàn)經(jīng)濟增長更趨平穩(wěn)以及增長動力更為多元化。創(chuàng)新驅(qū)動很大程度上依賴于企業(yè)的科技創(chuàng)新能力。企業(yè)作為經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量，只有具備足夠的創(chuàng)新能力，加大科技創(chuàng)新投入，才能提高我國的整體經(jīng)濟發(fā)展水平，保持經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展[1]?？萍紕?chuàng)新不僅需要企業(yè)自身的努力，還需要政府的支持和幫助。政府為企業(yè)提供資金支持或者政策鼓勵，可以促進企業(yè)更大力度地進行研發(fā)活動。近年來，國家為鼓勵企業(yè)科技創(chuàng)新發(fā)布了較多政策，如《關(guān)于國家重大科研基礎(chǔ)設(shè)施和大型科研儀器向社會開放的意見》《關(guān)于改進加強中央財政科研項目和資金管理的若干意見》等；同時對開展技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)給予了大量資金支持，根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫關(guān)于上市公司政府補助相關(guān)數(shù)據(jù)整理得出：2011年全體上市公司受到的政府補助總額達6 671.3千萬元，受助公司數(shù)量占當(dāng)年上市公司的88%，2016年全體上市公司受到的政府補助總額達17 045.9千萬元，上漲了155.51%，受助比例占97%，說明我國政府補助力度在持續(xù)加大、補助范圍在持續(xù)擴展。但政府資金補助是否達到了激勵企業(yè)加大研發(fā)投入的效果，同時隨著我國市場經(jīng)濟的積極發(fā)展，企業(yè)的研發(fā)投入在外部經(jīng)濟環(huán)境作用下發(fā)生了怎樣的變化，外部的金融環(huán)境是否影響了政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的作用效果，本文擬圍繞這些問題展開研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)政府補助與研發(fā)投入

市場失靈理論認為當(dāng)市場無法發(fā)揮最佳的資源配置效率時，需要政府的“可見之手”在一定程度上進行干預(yù)。在技術(shù)創(chuàng)新過程中，從研發(fā)初始階段到研發(fā)成果轉(zhuǎn)化始終存在明顯的技術(shù)外溢效應(yīng)，出現(xiàn)“搭便車”的行為，使得企業(yè)自主創(chuàng)新所獲得的私人利益小于社會整體利益，導(dǎo)致科技創(chuàng)新市場失靈[2]。這一現(xiàn)象直接影響了企業(yè)的創(chuàng)新積極性，這時就需要政府干預(yù)，而政府補助可以從一定程度上緩解這一問題。政府補助既可以緩解企業(yè)研發(fā)活動的高風(fēng)險、高成本，也可以為外部投資者傳達隱性利好信息，提高融資成功率，加強科技研發(fā)的投入；但也可能由于政府補助的流入，企業(yè)會減少內(nèi)部資金的投入，從而導(dǎo)致政府補助抑制了企業(yè)研發(fā)投入。

對此，學(xué)者們進行了一系列的實證研究，但卻未得出一致的結(jié)論。其中，有學(xué)者認為，政府補助促進了企業(yè)研發(fā)投入，并產(chǎn)生了激勵效應(yīng)，如解維敏等認為政府研發(fā)補助的增加能顯著提升企業(yè)的研發(fā)資金支出[3]；康志勇的研究表明政府補助對企業(yè)研發(fā)的影響具有激勵作用，其中對非國有、規(guī)模小的企業(yè)的促進作用更明顯[4]；劉慧芬[5]、鄒洋等[6]、梁彤纓等[7]的研究均證明了政府補助的激勵效應(yīng)。也有學(xué)者認為，政府的創(chuàng)新補助對企業(yè)研發(fā)投入有抑制效應(yīng)，如呂久琴等以上市公司數(shù)據(jù)檢驗出政府科研創(chuàng)新補助對當(dāng)年的研發(fā)投資有顯著的“擠出”效應(yīng)[8]；楊曄等研究發(fā)現(xiàn)政府通過直接采用資金補助的形式對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生了反向的調(diào)節(jié)作用[9]。還有學(xué)者認為政府補助和企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系并不是單純的線性關(guān)系，而是“倒U型”關(guān)系，如劉虹等[10]、武咸云等[11]均發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府的研發(fā)資金補助率到達某一界點時，對企業(yè)R&D投入的激勵效應(yīng)達到最優(yōu)程度，低于此閾值的政府補貼顯著增加了企業(yè)R&D投入，而超過此閾值的政府補貼對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生了抑制作用。我國創(chuàng)業(yè)板成立時間雖短，公司規(guī)模普遍較小，但大多數(shù)的創(chuàng)業(yè)板企業(yè)均為科創(chuàng)公司，主要經(jīng)營科技業(yè)務(wù)，企業(yè)自身的創(chuàng)新能動性較強，創(chuàng)新需求和創(chuàng)新投入都較高，因而企業(yè)發(fā)展所需資金量也較大。同時，Wind數(shù)據(jù)庫中政府補助數(shù)據(jù)顯示，我國的補助強度普遍偏低，政府補助占營業(yè)收入的比值不超過30%，說明無償?shù)恼a助不僅不會抑制創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入強度，相反，可以帶動企業(yè)的創(chuàng)新熱情，促進對研發(fā)的創(chuàng)新投資。因此，提出假設(shè)1：

H1：政府補助對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的研發(fā)投入會產(chǎn)生激勵效應(yīng)

(二)地區(qū)金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)

政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應(yīng)主要來自兩方面：一方面，政府補助直接增加企業(yè)資金，減緩企業(yè)融資需求，分攤了部分企業(yè)的R&D成本；另一方面，政府補助可起信號傳遞的作用，間接吸引其他資本投資企業(yè)，從而也從側(cè)面緩解了企業(yè)的外部融資約束。從一方面來看，政府補助和區(qū)域金融發(fā)展水平將會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生替代效應(yīng)；從另一方面來看，政府補助和區(qū)域金融發(fā)展水平能相互彌補，共同促進企業(yè)研發(fā)投入。而政府資金資源是有限的，不可能持續(xù)不斷地加大補助力度，而且在促進整體科技創(chuàng)新的過程中，政府應(yīng)該起到輔助作用而不是主導(dǎo)作用，只有充分發(fā)揮市場經(jīng)濟的效果，才能長久保持企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

由于信息不對稱，企業(yè)在進行外部融資時困難重重，而隨著金融市場的完善、地區(qū)金融水平的提高，金融發(fā)展可以為企業(yè)提供更加充足的資金，緩解企業(yè)的融資壓力。特別是對于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)來說，研發(fā)能力是企業(yè)在市場中的重要競爭力，想要提高研發(fā)能力就必須加大研發(fā)投入[12]?？萍紕?chuàng)新的資金需求量大，研發(fā)成果反饋時間長、風(fēng)險高，內(nèi)部現(xiàn)金流不足以支撐長期的研發(fā)活動，因而尋求外部融資是企業(yè)獲取研發(fā)資金必不可少的方式之一，所以良好的金融發(fā)展水平能更有效快捷地幫助企業(yè)進行研發(fā)活動。解維敏等以國內(nèi)上市公司2002—2006年的數(shù)據(jù)為樣本進行研究，結(jié)果表明金融發(fā)展水平越高的地區(qū)，企業(yè)在利用外部融資渠道時承受的融資約束壓力越低，反映出區(qū)域金融發(fā)展極大促進了企業(yè)的研發(fā)活動[13]。相比之下，對處于金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)來說，自身資金實力有限，可以分配進行研發(fā)活動的資金更為缺乏，同時由于地區(qū)金融水平發(fā)展緩慢，企業(yè)不容易獲取外部融資，債務(wù)融資和股權(quán)融資都受到一定的限制，而相比之下，金融發(fā)展水平較高的地區(qū)具備更好的經(jīng)濟水平、制度和市場環(huán)境，企業(yè)開展研發(fā)活動的意愿和能力都得到提高，對政府的創(chuàng)新補助資金依賴程度有所降低。因此，隨著區(qū)域金融發(fā)展水平的提高，政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應(yīng)可能會減弱。據(jù)此，提出假設(shè)2：

H2：地區(qū)金融發(fā)展水平越高，政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響程度越低

由于地區(qū)金融中介發(fā)展和地區(qū)直接金融發(fā)展分別體現(xiàn)了企業(yè)債務(wù)融資和股權(quán)融資的金融環(huán)境，相對于企業(yè)來說，從銀行等金融中介借入資金具有使用期限短、具備償還壓力等特征，與研發(fā)投入活動的風(fēng)險高、回報期長不匹配，而直接金融資本無還款壓力和固定到期日期，并且使用起來更靈活，用途也更廣泛，因而從證券市場獲取的直接金融資本更便于進行研發(fā)活動，因此，我們可以認為地區(qū)直接金融發(fā)展水平的提高對企業(yè)研發(fā)投入有積極作用。李苗苗等[14]、徐忠等[15]的研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其中技術(shù)創(chuàng)新能直接引起經(jīng)濟的增長變化，金融發(fā)展水平對企業(yè)R&D投入有強烈的激勵作用，但以銀行為主導(dǎo)的金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入有顯著的負向影響。綜上，本文認為，相比之下，地區(qū)金融中介發(fā)展水平對政府補助激勵作用的削弱程度可能低于地區(qū)直接金融發(fā)展，即假設(shè)3：

H3：與金融中介發(fā)展相比，地區(qū)直接金融發(fā)展水平對政府補助激勵效應(yīng)的影響程度更明顯

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇

文中以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對象，選取2013—2017年的企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，同時剔除金融類行業(yè)和2013年之后上市的企業(yè)；剔除中間退市的企業(yè)以及數(shù)據(jù)異常的企業(yè)，最終獲得345個樣本企業(yè)，共1 725個觀測值樣本。

2.數(shù)據(jù)來源

本文中研發(fā)投入和政府補助的相關(guān)數(shù)據(jù)均根據(jù)企業(yè)2013—2017年年報手工收集得到，其中研發(fā)投入數(shù)額來自年報中董事會報告部分下“研發(fā)投入”合計一欄，政府補助來自年報中“營業(yè)外收入”明細下“政府補助”一欄。金融發(fā)展衡量指標(biāo)中的地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額和地區(qū)GDP分別來源于2013—2017年《中國金融年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》；A股上市公司總市值以及資產(chǎn)、負債、期初現(xiàn)金等財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)檢驗?zāi)Ｐ图白兞慷x

本文借鑒Fazzari等的托賓Q模型，以及參考解維敏等[3]、劉文惠[16]的研究成果，構(gòu)建了以下多重線性回歸模型來研究在金融發(fā)展水平影響下，政府補助對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入的作用效應(yīng)，實證模型具體如下：

R&D=β0+β1CF+β2Lever+β3ROA+β4Q+β5Own+β6Grow+β7Year+β8Ind+ε

(1)

R&D=β0+β1Sub+β2CF+β3Lever+β4ROA+β5Q+β6Own+β7Grow+β8Year+β9Ind+ε

(2)

R&D=β0+β1Sub+β2Bank+β3Sub*Bank+β4CF+β5Lever+β6ROA+

β7Q+β8Own+β9Grow+β10Year+β11Ind+ε

(3)

R&D=β0+β1Sub+β2Sec+β3Sub*Sec+β4CF+β5Lever+β6ROA+

β7Q+β8Own+β9Grow+β10Year+β11Ind+ε

(4)

本文涉及被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入，解釋變量政府補助、直接金融發(fā)展水平和金融中介發(fā)展水平，控制變量企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流、財務(wù)杠桿、盈利能力、投資機會、股權(quán)集中度、成長能力等。

其中，采用研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入表示企業(yè)研發(fā)投入強度，記作R&D；取政府補助金額的對數(shù)表示政府補助力度，記作Sub；從金融中介和直接金融不同方面來衡量地區(qū)金融發(fā)展水平，采用各地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額/地區(qū)GDP表示地區(qū)金融中介發(fā)展水平，記作Bank，地區(qū)上市公司A股總市值/地區(qū)GDP表示直接金融發(fā)展水平，記作Sec。同時參考現(xiàn)有文獻，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流(CF)以企業(yè)財務(wù)報表中經(jīng)營活動增加的現(xiàn)金凈額/期末總資產(chǎn)表示，若該指標(biāo)與研發(fā)投入強度在統(tǒng)計上反映出顯著的正相關(guān)關(guān)系，則說明企業(yè)研發(fā)投入存在一定程度融資約束[3,17]。財務(wù)杠桿(Lever)用負債總額/資產(chǎn)總額表示，資產(chǎn)負債率越高則該企業(yè)的債務(wù)約束越嚴重；盈利能力(ROA)用期末凈利潤/總資產(chǎn)余額表示；投資機會(Q)以托賓Q來衡量，托賓Q值越大，企業(yè)研發(fā)投入機會越大；股權(quán)集中度(Own)以第一大股東持股比例表示，公司股權(quán)越集中，越容易出現(xiàn)決策專斷現(xiàn)象[18]；成長能力(Grow)以當(dāng)期主營業(yè)務(wù)收入增長率衡量，同時設(shè)置行業(yè)、年份啞變量。

變量的具體定義及計算詳見表1。

表1 變量定義

三、實證結(jié)果分析

(一)描述性分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。由表2可知，我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入的均值為0.072，最大值為0.728，最小值接近0，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司的整體研發(fā)投入相對較高，但不同企業(yè)之間的差距過大；政府補助的均值為15.87，標(biāo)準差為1.218，說明我國政府補助力度不均衡，企業(yè)與企業(yè)之間可能存在政府補助過高或過低的現(xiàn)象；金融中介發(fā)展水平和直接金融發(fā)展水平分別在0.730～2.544和0.120～5.963，可以看出，不同省份地區(qū)之間金融發(fā)展水平具有較大差異，但是相對于金融中介發(fā)展水平，不同地區(qū)的直接金融發(fā)展水平的差距更大。

表2 變量的描述性分析

(二)相關(guān)性分析

表3為變量之間的相關(guān)性結(jié)果。由表3可知，金融中介(Bank)和直接金融(Sec)兩個變量的相關(guān)系數(shù)為0.867，大于0.6，但這兩個變量為金融發(fā)展水平的不同衡量指標(biāo)，不會出現(xiàn)在同一個模型中，觀察模型中其他變量之間的相關(guān)系數(shù)都不超過0.6，因此在同一模型中可能不存在嚴重的多重共線性問題，可進行回歸分析。政府補助、金融中介、直接金融三者均在1%的水平上與研發(fā)投入呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，說明這三者均對企業(yè)研發(fā)投入有顯著的促進作用。上述變量之間的相關(guān)性只是初步的檢驗證據(jù)，更為具體的關(guān)系還需要通過多元回歸分析控制其他自變量來展開進一步的研究。

表3 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

(三)多元回歸結(jié)果分析

表4為變量的多元回歸結(jié)果。本文從考慮企業(yè)自身特征出發(fā)，模型(1)顯示企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流CF與研發(fā)投入R&D在5%的水平上顯著為正，說明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入存在融資約束壓力；由模型(2)看出，當(dāng)加入了政府補助這一主要解釋變量，模型的擬合優(yōu)度得到了明顯的改善，說明政府補助是影響企業(yè)研發(fā)投入的重要解釋變量[19]。政府補助變量的回歸系數(shù)為0.013 1，顯著為正，表明政府補助力度每增加一個單位，企業(yè)對研發(fā)的投入會提高1.31%，說明政府補助可以使得企業(yè)加大研發(fā)投入活動，即政府補助對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入確實存在激勵效應(yīng)，驗證了假設(shè)1。由模型(3)、模型(4)得出，政府補助仍在1%的水平上顯著，對研發(fā)投入分別表現(xiàn)出不同程度的正向影響，進一步驗證了假設(shè)1。而金融中介發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.053 4，在10%的水平上顯著，政府補助與金融中介交互項的回歸系數(shù)為-0.002 4，直接金融發(fā)展的回歸系數(shù)為正，并在1%的水平上顯著，政府補助與直接金融交互項的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明對于我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)來講，金融中介發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投入的積極影響并不明顯。但是，隨著地區(qū)直接金融發(fā)展水平的提高，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的創(chuàng)新投入將大幅度提升，同時區(qū)域的直接金融發(fā)展會減弱政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的激勵作用，從而驗證了假設(shè)2、假設(shè)3。對于其他控制變量而言，在4個模型中沒有發(fā)生實質(zhì)性的影響變化，財務(wù)杠桿(Lever)、盈利能力(ROA)、股權(quán)集中度(Own)以及成長能力(Grow)均呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，投資機會(Q)回歸系數(shù)顯著為正，與企業(yè)研發(fā)投入存在正相關(guān)關(guān)系。

表4 金融發(fā)展、政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的影響

注：括號內(nèi)為t值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，通常會從不同方面進一步驗證，例如更改數(shù)據(jù)和變量?？紤]到行業(yè)因素，其自身研發(fā)投入差距較大，本文重新選擇數(shù)據(jù)樣本的方法，選取創(chuàng)業(yè)板企業(yè)中研發(fā)投入相對較高的制造業(yè)和信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)兩大行業(yè)進行回歸分析，穩(wěn)健性回歸結(jié)果見表5。

從表5中可以看出，改變了研究對象之后的回歸結(jié)果與表4基本上一致，再次驗證了本文提出的假設(shè)，但政府補助和直接金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投入的影響程度更大，說明回歸結(jié)果不但具有穩(wěn)健性，而且對于創(chuàng)業(yè)板中的制造業(yè)和信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)來說，政府補助激勵效應(yīng)更加明顯，地區(qū)金融發(fā)展的影響程度更大[20]。

表5 金融發(fā)展、政府補助對企業(yè)研發(fā)投入影響的穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)為t值，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

四、結(jié)論及建議

本文利用創(chuàng)業(yè)板345家樣本企業(yè)，探討金融發(fā)展、政府補助以及企業(yè)研發(fā)投入這三者之間的關(guān)系，結(jié)果表明：(1)政府補助對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的研發(fā)投入存在顯著的激勵效應(yīng)，政府補助資金能夠促使企業(yè)加大研發(fā)投入的力度；(2)在市場配置資源的情況下，地區(qū)金融發(fā)展水平影響了政府補助的正向作用，其中地區(qū)金融中介水平對政府補助的影響效果不明顯，地區(qū)直接金融水平對政府補助激勵效應(yīng)的影響明顯；(3)地區(qū)直接金融發(fā)展水平與政府補助的回歸系數(shù)結(jié)果顯示為負并顯著相關(guān)，表明隨著地區(qū)直接金融發(fā)展水平的提高，政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應(yīng)隨之減弱。也就是說，處于直接金融發(fā)展水平較高地區(qū)的企業(yè)，企業(yè)科技資金投入對政府補貼的依賴程度越低，政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的促進程度有所下降。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：(1)政府應(yīng)持續(xù)加大對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支持，以保持企業(yè)自主創(chuàng)新的能動性，針對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)提高政府補助強度，制定具有鼓勵作用的補貼政策，為企業(yè)創(chuàng)造更好的創(chuàng)新環(huán)境。(2)由于區(qū)域金融發(fā)展水平存在差距，應(yīng)對政府的補貼政策做出相應(yīng)調(diào)整，在維持一定的補助力度的基礎(chǔ)上，鼓勵企業(yè)通過市場來獲取研發(fā)投入資金，充分發(fā)揮市場這雙“看不見的手”的作用；相對于金融發(fā)展水平較低的地區(qū)而言，提高補助強度，擴大補助范圍，完善政府補助機制，以此提高企業(yè)的科研創(chuàng)新能動性，通過政策來緩解區(qū)域資源所導(dǎo)致的政府補助失衡問題。(3)規(guī)范證券業(yè)準則，發(fā)展資本市場，推進銀行業(yè)改革，改善企業(yè)所面臨的融資壓力，從根源上促進企業(yè)提高研發(fā)投入。